○王俊杰

（華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 湖北 武漢 430074）

一、引言

1978—2010年，我國對外貿(mào)易取得了飛速發(fā)展，進(jìn)出口總額從1978年的206.4億美元增加到2010年的29727.6億美元，其中進(jìn)口從108.9億美元增加到13948.3億美元，出口從97.5億美元增加到15779.3億美元。折算成增長率，進(jìn)口年均增長16.37%，出口年均增長17.23%，而同期中國GDP年均增長9.9%。出口對于經(jīng)濟增長的巨大作用得到了許多文獻(xiàn)的證實（Thirlwall，1979，1983，2003；Feder，1983；徐長生和莊佳強，2008；Jeon，2008）。林毅夫和李永軍（2003）還實證研究了出口對中國經(jīng)濟的貢獻(xiàn)程度，結(jié)果表明，20世紀(jì)90年代，外貿(mào)出口每增長10%，基本上能夠推動GDP增長1%。但是林毅夫和李永軍的模型設(shè)定和估計方法存在問題。由于他們的基本模型受到多重共線性的困擾，他們不得不去掉多個變量，這可能對結(jié)果產(chǎn)生了重大影響。

本文根據(jù)Thirlwall的理論，并使用一種叫做自回歸分布滯后—非約束誤差糾正模型（ARDL-UECM）的方法來測度出口對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)程度。這種方法在測度變量之間的長期關(guān)系時非常有效，且它的一個突出的優(yōu)點是它允許解釋變量都是I（0）或者I（1），或者是二者的混合，只要被解釋變量是I（1）。此外，它對于小樣本而言，也相當(dāng)有效。

二、文獻(xiàn)綜述

Kaldor（1957）認(rèn)為，出口是需求的一部分，出口需求的增加傾向于導(dǎo)致更好的供給條件，如更多的產(chǎn)出將導(dǎo)致更高的勞動生產(chǎn)率，而這將反過來導(dǎo)致更多的出口需求，因為更高的生產(chǎn)率意味著更多的供給和更好的貿(mào)易條件。

Thirlwall（1979）沿著Kaldor的思路，提出國際收支平衡約束下的經(jīng)濟增長。在開放經(jīng)濟條件下，一國經(jīng)濟要想持續(xù)增長，伴隨著經(jīng)濟增長的進(jìn)口需求增長必須由出口增長帶來的外匯收入來支持。因此，一國經(jīng)濟增長受到國際收支平衡的約束，長期中，一國經(jīng)濟增長率與出口增長率正相關(guān)，且一國經(jīng)濟要想持續(xù)增長，出口的增長速度必須快于進(jìn)口的增長速度。

在Thirlwall的理論體系中，模型來自最基本的收支平衡方程：

其中，P是以本國貨幣表示的價格水平，X是對本國產(chǎn)品的出口需求，E是用一單位外國貨幣的本幣價格表示的名義匯率，F(xiàn)是以外幣表示的凈資本流入，Pf是以外幣表示的外國價格水平，M是本國的進(jìn)口需求數(shù)量。方程中，F(xiàn)＞0表示資本流入，F(xiàn)＜0則意味著資本流出。最后定義出口收入占從國外取得的總收入的比例如下：

出口需求函數(shù)用常用形式：

其中，Z表示貿(mào)易伙伴的實際收入，η和ε表示外國對本國出口需求的價格彈性和收入彈性。因此，如根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)需求理論，η＜0，ε＞0。類似地，進(jìn)口需求函數(shù)表示如下：

其中，Y是國內(nèi)實際收入，ψ和π分別表示國內(nèi)對進(jìn)口產(chǎn)品需求的價格彈性和收入彈性，ψ＜0，π＞0。

對（1）、（3）、（4）式兩邊取對數(shù)并微分，并利用方程（2）得：

其中小寫字母表示以上所定義變量的增長率。

將（6）、（7）式代入方程（5），并解出 y，可以得到以下等式：

上式中，y加有下標(biāo)b表示本國收入的增長率受到國際收支平衡的約束。上式中，等式右邊第一項表示外生的國外收入變化通過出口需求的收入彈性對本國產(chǎn)出增長的影響；第二項表示貿(mào)易條件變化產(chǎn)生的影響；第三項則表示資本流入變化對國內(nèi)收入的影響。

為了簡化模型，需要對方程（8）做出一些假設(shè)。一種假設(shè)是假設(shè)長期中貿(mào)易條件（或者說國內(nèi)外的相對物價水平）保持不變，那么就有（p-e-pf）=0和x=εz。于是可得：

（9）式意味著收支平衡約束下的產(chǎn)出增長率是出口增長率和資本流入增長率的加權(quán)平均。

此外，還可以假設(shè)沒有資本流入或者資本流入僅占從國外取得的收入的極小一部分，因而可以忽略不計。此時，θ=1，（8）式可簡化如下：

表1 中國GDP及出口增長率：1980—2010 單位：%

（10）式表明，國內(nèi)收入水平增長率由三個因素決定：進(jìn)口和出口需求的價格彈性；長期貿(mào)易條件；進(jìn)口和出口需求的收入彈性。

在方程（10）加入長期貿(mào)易條件不變的假設(shè)，就可以得到：

根據(jù)（6），又可得到：

方程（12）就是Thirlwall定律最簡單的表達(dá)式，它是在沒有資本凈流入和長期中貿(mào)易條件不變兩個假設(shè)前提下推導(dǎo)出來的。它表明有收支平衡約束下的長期產(chǎn)出增長率是由出口增長率和進(jìn)口需求的收入彈性之比決定的，且如果π為常數(shù)，那么產(chǎn)出增長率就與出口增長率存在一一對應(yīng)的關(guān)系。

不過Thirlwall定律也受到較多的批評，比如，對長期中貿(mào)易條件穩(wěn)定的假設(shè)，許多經(jīng)濟學(xué)家提出了質(zhì)疑。還有，對于方程（12）中因果關(guān)系的方向，也有人提出了質(zhì)疑。不過Thirlwall認(rèn)為，長期中相對價格水平不變可能來自以下三個原因：一是一價定律；二是浮動匯率制度；三是寡頭壟斷的市場結(jié)構(gòu)。而對于因果關(guān)系，Thirlwall遵循Kaldor的思想，認(rèn)為需求是經(jīng)濟增長的最終決定力量，因此是來自國外的需求拉動本國經(jīng)濟增長，而不是經(jīng)濟增長促進(jìn)出口。盡管如此，對于出口與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系的方向的爭論從未停休。理論上各執(zhí)一詞，實證結(jié)果也大相徑庭。所以，對于出口與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系的方向，本文沒有必要深入討論。

許多文獻(xiàn)證實了Thirlwall的理論，其中包括Atesoglu（1993）用美國數(shù)據(jù)的實證檢驗，Bairam（2001）對歐洲及北美19個國家數(shù)據(jù)的檢驗。

三、模型設(shè)定與計量分析

1、模型設(shè)定

有必要陳述Thirlwall定律的假設(shè)在中國的符合性。第一，關(guān)于貿(mào)易條件穩(wěn)定的假設(shè)。這個假設(shè)在中國1979—2010年間并不是成立的，但是這個條件實際上在各國都很難成立，且文獻(xiàn)中也常常忽略這個假定，本文也采取相同的做法，不對這一假定做深入追究。第二，關(guān)于沒有資本凈流入的假定。這一假定在中國基本符合，因為在中國，每年的資本凈流入相對出口而言幾乎可以忽略不計。第三，關(guān)于出口必須快于進(jìn)口的假定。這一假定在中國也符合。上文已經(jīng)陳述，改革開放以來，中國出口年均增長17.23%，而進(jìn)口年均增長16.37%。

本文選取全國1980—2010年的時間序列數(shù)據(jù)，如表1所示。為了簡化模型，本文假定進(jìn)口需求的收入彈性π是一個常數(shù)，在樣本期內(nèi)保持不變。

在這里還需強調(diào)的是，Thirlwall定律中所說的收入增長率與出口增長率之間的關(guān)系是長期中的關(guān)系，因此，如果直接用GDP增長率對出口增長率做二元線性回歸，我們可能無法確定它們二者之間的關(guān)系。即使能得到它們之間的回歸關(guān)系，結(jié)果也極有可能是錯誤的，因為我們必須得考慮時間序列相關(guān)的一系列問題。此外，由于出口增長率的波動性相對GDP增長率的波動性更大，直覺上我們就可以判斷一年的GDP增長率與當(dāng)年的出口增長率之間并不會有明顯的聯(lián)系。而且，我們的樣本只有31年的數(shù)據(jù)，很可能不能解釋長期中產(chǎn)出與出口之間的關(guān)系。

1.1 一般資料 選取自2015年1月至2017年1月解放軍211醫(yī)院收治的糖尿病視網(wǎng)膜病變伴白內(nèi)障[7]患者135例(172眼)為研究對象。將患者隨機分為A組和B組，A組患者67例(84眼)，B組患者68例(88眼)。兩組患者一般資料比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)，具有可比性(表1)?；颊呒捌浼覍倬炇鹬橥鈺?，本研究經(jīng)醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)。

在檢驗變量之間長期的關(guān)系時，Pesaran等（2001）提出一種叫做自回歸分布滯后—非約束誤差糾正模型（ARDL—UECM）的方法。這種方法在檢驗變量之間的長期關(guān)系時非常有效，且它的一個突出的優(yōu)點是它允許解釋變量都是I（0）或者I（1），或者是二者的混合，只要被解釋變量是I（1）。此外，它對于小樣本而言，也相當(dāng)有效。模型形式如下：

其中，y是因變量，△yt是y的一階差分，xj是各個解釋變量，△xj，t-i是各解釋變量i期滯后的一階差分。l和q是滯后期數(shù)，它們并不一定相等。

用普通最小二乘法估計方程（13）。為了檢驗這些變量之間的長期關(guān)系，需要對方程（13）中所有x的滯后項系數(shù)都為0這個虛擬假設(shè)做檢驗。即：

用F-檢驗對參數(shù)的總體顯著性進(jìn)行檢驗。但是這個檢驗的統(tǒng)計量并不是服從標(biāo)準(zhǔn)的F-分布，其臨界值取決于變量是I（0）還是I（1）。不過Pesaran等計算并給出了這個統(tǒng)計量的臨界值表。因此，我們可以方便地查詢臨界值。

如果虛擬假設(shè)被拒絕，就說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么變量之間的協(xié)整系數(shù)就可以通過如下方式計算：

即長期中，xj對 y 的影響系數(shù)為 βj/（-β1）。

對于本文所研究的收入增長率與出口增長率之間的長期關(guān)系，使用ARDL-UECM方法，我們建立如下模型：

如上文所述，還是用OLS估計這個模型，并檢驗一下虛擬假設(shè)：

如果拒絕虛擬假設(shè)，則表明GDP增長率與出口增長率之間存在協(xié)整關(guān)系，則證明GDP增長率與出口增長率之間存在長期的相關(guān)關(guān)系。

2、對Thirlwall定律的計量檢驗

上文中已經(jīng)指出，使用ARDL-UECM方法，要求被解釋變量是I（1），因此，我們需要首先對GDP增長率做一個簡單的單位根檢驗。檢驗顯示，GDP增長率確實存在單位根，也就是說是I（1）。

此外，我們需要選擇合理的滯后項數(shù)，即l和q的值。根據(jù)AIC和SIC信息準(zhǔn)則，本文選擇l=1和q=2，即選擇如下模型：

回歸結(jié)果如表2所示。

注意到，表2顯示F=4.41。查Pesaran給出的臨界值表可知，在1%的顯著性水平上，兩個臨界值分別是6.84和7.84（臨界值表見Pesaran et al.Bounds test approaches to the analysis of level relationships.Journal of Applied Econometrics，May/Jun，2001，p300.Table CI（iii）。本模型中，k=1。），F(xiàn)=4.41落在臨界值之外，因此，我們可以拒絕虛擬假設(shè)，即拒絕變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。也就是說，結(jié)果表明，GDP增長率與出口增長率之間存在很強的相關(guān)關(guān)系。

此外，根據(jù)上文等式（15），可以計算出產(chǎn)出增長率與出口增長率之間的相關(guān)系數(shù)為0.133/0.756≈0.18。因此，相關(guān)方程可以表示如下：

上式中，括號中的數(shù)字是系數(shù)的t值，這個t值就是表1中變量x（-1）的系數(shù)的t值。t值顯示系數(shù)0.18在5%的顯著性水平下是顯著的。

表2 GDP與出口之間的長期關(guān)系的檢驗

以上結(jié)果表明，中國GDP增長率和出口增長率之間確實存在很強的正相關(guān)關(guān)系。因此，可以說明，Thirlwall定律在中國適用，即長期中，收入增長率與出口增長率正相關(guān)，出口增長10%，將推動總產(chǎn)出增長1.8%。這個值明顯大于林毅夫和李永軍2003年估計的1%，這可能表明他們的估計方法存在的缺陷確實對結(jié)果產(chǎn)生了較大的影響。林毅夫和李永軍的方法所關(guān)心的是出口增加通過刺激消費、投資、政府支出來間接地影響我國的GDP的增長，而沒有考慮出口增長—因而產(chǎn)出增長—對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。這可能就是導(dǎo)致林毅夫和李永軍估計的結(jié)果偏低的原因。

四、結(jié)論

本文通過ARDL-UECM方法分析，證實了中國經(jīng)濟增長與出口增長之間的相關(guān)關(guān)系，驗證了Thirlwall定律在中國的適用性，且表明1978—2010年間，出口增長10%，收入將增長1.8%，不止是林毅夫和李永軍2003年估計的1%。這意味著，為了維持我國經(jīng)濟的快速增長，繼續(xù)發(fā)揮比較優(yōu)勢，保持出口的穩(wěn)定增長意義重大。

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